劉騰飛+陳凱+彭茜

內(nèi)容摘要：面對日益嚴(yán)峻的環(huán)境問題，企業(yè)需要承擔(dān)綠色責(zé)任。本文探究了企業(yè)承擔(dān)綠色責(zé)任是否會影響消費(fèi)者對企業(yè)產(chǎn)品的購買意愿。研究中共發(fā)放546份調(diào)查問卷，利用SPSS、AMOS等統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行匯總分析。研究結(jié)果證實(shí)，消費(fèi)者對于企業(yè)履行綠色責(zé)任行為的感知不僅對企業(yè)產(chǎn)品購買意愿具有直接的正向影響，而且可以通過消費(fèi)者對企業(yè)產(chǎn)品及企業(yè)本身的態(tài)度進(jìn)而對企業(yè)產(chǎn)品的購買意愿產(chǎn)生間接的正向影響，態(tài)度起到了中介變量的作用。

關(guān)鍵詞：企業(yè)綠色責(zé)任 ? 消費(fèi)者態(tài)度 ? 購買意愿

引言

隨著生態(tài)環(huán)境問題的日益突出，企業(yè)作為市場經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的核心載體，在追求經(jīng)濟(jì)利益的同時，也需要承擔(dān)保護(hù)自然環(huán)境、節(jié)約自然資源、維護(hù)生態(tài)平衡的綠色責(zé)任（高宜新，2010）。對于企業(yè)來說，起初未必會完全接受社會責(zé)任、綠色責(zé)任的概念，反而會產(chǎn)生抗拒心理，甚至采取相關(guān)行為進(jìn)行規(guī)避（徐和清，2001），但是隨著企業(yè)社會意識的提高，企業(yè)逐漸正視所面臨的環(huán)境資源問題，開始走上可持續(xù)發(fā)展的道路（鞠芳輝等，2008）。在市場競爭與消費(fèi)者選擇的過程中，高污染、高耗能的企業(yè)逐漸被市場拋棄，被法律限制（馮之浚，2004）。

在現(xiàn)有的研究中，普遍將綠色責(zé)任作為企業(yè)應(yīng)當(dāng)承擔(dān)社會責(zé)任的一部分進(jìn)行研究，對于企業(yè)綠色責(zé)任進(jìn)行的獨(dú)立研究較少。關(guān)于企業(yè)社會責(zé)任，有研究提出，企業(yè)承擔(dān)社會責(zé)任可以提升企業(yè)的形象，促進(jìn)公眾對企業(yè)的態(tài)度積極，并且可以顯著影響消費(fèi)者對于企業(yè)的認(rèn)同;企業(yè)不符合社會公眾期待的行為會抑制消費(fèi)者的信任和購買意愿，會對品牌資產(chǎn)產(chǎn)生負(fù)面影響（鄧新明等，2011）;如果企業(yè)在社會責(zé)任方面沒有承擔(dān)積極責(zé)任或者不愿意承擔(dān)應(yīng)有的責(zé)任，消費(fèi)者會增加對品牌的抱怨與不滿。關(guān)于企業(yè)綠色責(zé)任，有研究表明企業(yè)承擔(dān)綠色責(zé)任能提升企業(yè)的競爭能力，市場競爭中處于優(yōu)勢的企業(yè)，普遍在節(jié)約資源、循環(huán)經(jīng)濟(jì)和環(huán)境保護(hù)方面也優(yōu)于競爭對手（王碧峰，2006）。有學(xué)者指出，綠色責(zé)任作為企業(yè)應(yīng)當(dāng)承擔(dān)的社會責(zé)任中的重要內(nèi)容，在法律責(zé)任與道德責(zé)任方面存在著差別（姜晶花，2013）。在法律方面，法律規(guī)定企業(yè)必須承擔(dān)相應(yīng)的保護(hù)環(huán)境、綠色生產(chǎn)的責(zé)任;在道德方面，企業(yè)應(yīng)當(dāng)履行維護(hù)生態(tài)、綠色經(jīng)營的義務(wù)。從法律層面看，企業(yè)綠色責(zé)任是基本的、起碼的、底線性的，是一種強(qiáng)制的法律責(zé)任;而從道德層面看，企業(yè)綠色責(zé)任則是實(shí)現(xiàn)條件較高，但符合大眾期許的，甚至超越社會一般性要求的一種責(zé)任與義務(wù)。因此，從道德層面去研究，如果企業(yè)承擔(dān)綠色責(zé)任，應(yīng)當(dāng)可以滿足公眾對于企業(yè)的期待，提升企業(yè)的公眾形象，進(jìn)而促進(jìn)消費(fèi)者的購買意愿。對于這一問題，現(xiàn)有研究未予以證實(shí)，本文就此展開探討。

本文通過實(shí)證方法，探究企業(yè)承擔(dān)綠色責(zé)任對于消費(fèi)者產(chǎn)品購買意愿影響的方向及強(qiáng)度，期待研究發(fā)現(xiàn)可以幫助企業(yè)管理者認(rèn)識到承擔(dān)綠色責(zé)任的重要性，使企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營過程中更加注重“綠色化”，實(shí)現(xiàn)企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益與社會生態(tài)效益的雙贏。

研究假設(shè)和模型

對于消費(fèi)者是否會因?yàn)槠髽I(yè)的綠色生產(chǎn)經(jīng)營而改變其對產(chǎn)品、企業(yè)的態(tài)度，有研究認(rèn)為，企業(yè)綠色的經(jīng)營行為可以影響消費(fèi)者對企業(yè)的信任程度、對企業(yè)經(jīng)營活動的滿意程度、企業(yè)的聲譽(yù)以及企業(yè)知名度（易開綱，2007），企業(yè)不符合綠色的經(jīng)營行為會抑制消費(fèi)者的信任，會對品牌資產(chǎn)產(chǎn)生負(fù)面影響。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

H1：消費(fèi)者對企業(yè)綠色責(zé)任的感知可以正向影響其對承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)產(chǎn)品的態(tài)度。

H2：消費(fèi)者對企業(yè)綠色責(zé)任的感知可以正向影響其對承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)的態(tài)度。

Howard模型理論和TRA理論提出消費(fèi)者的態(tài)度會影響其購買意愿。很多營銷學(xué)者的研究也證實(shí)：消費(fèi)者對于產(chǎn)品、企業(yè)的積極態(tài)度可以通過增強(qiáng)消費(fèi)者對產(chǎn)品的感知質(zhì)量，降低消費(fèi)者對產(chǎn)品的感知風(fēng)險而轉(zhuǎn)化為對某一產(chǎn)品的強(qiáng)烈的購買意愿（周延風(fēng)等，2007）。據(jù)此提出以下假設(shè)：

H3：消費(fèi)者對承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)產(chǎn)品的態(tài)度可以正向影響其產(chǎn)品購買意愿。

H4：消費(fèi)者對承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)的態(tài)度可以正向影響其產(chǎn)品購買意愿。

由于消費(fèi)者與企業(yè)雙方的信息不對稱，消費(fèi)者很難完全掌握企業(yè)產(chǎn)品的內(nèi)部信息，因此，消費(fèi)者對于企業(yè)和產(chǎn)品的態(tài)度作為產(chǎn)品的外部線索就可以幫助消費(fèi)者判斷產(chǎn)品的質(zhì)量以及購買的風(fēng)險，進(jìn)而可以影響到消費(fèi)者的購買意愿（丁夏齊等，2004）。有研究發(fā)現(xiàn)，如果消費(fèi)者意識到自然環(huán)境的破壞與惡化影響到了其生活質(zhì)量、狀態(tài)時，消費(fèi)者會通過選擇購買對環(huán)境危害較小的商品，以承擔(dān)對社會的責(zé)任，減少對環(huán)境的破壞（馮建英等，2006）。有關(guān)于社會責(zé)任對消費(fèi)者購買意愿的影響研究證實(shí)了企業(yè)的社會責(zé)任會對消費(fèi)者的消費(fèi)意愿有直接正向影響，作為社會責(zé)任中不可或缺的一項，企業(yè)綠色責(zé)任也應(yīng)該對于消費(fèi)者的購買意愿有直接正向影響。因此提出：

H5：消費(fèi)者對企業(yè)綠色責(zé)任的感知可以正向影響其對于承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)產(chǎn)品的購買意愿。

根據(jù)假設(shè)，提出本文的模型，如圖1所示，模型共設(shè)置四個變量：企業(yè)綠色責(zé)任感知（Green Responsibility，GR）、消費(fèi)者對承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)產(chǎn)品的態(tài)度（Product Attitude，PA）、消費(fèi)者對承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)的態(tài)度（Enterprise Attitude，EA）以及消費(fèi)者對于承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)產(chǎn)品的購買意愿（Purchase Intention，PI）。

研究過程

（一）問卷設(shè)計

本文采用問卷調(diào)查的方式獲取一手?jǐn)?shù)據(jù)。研究中的自變量為消費(fèi)者對企業(yè)綠色責(zé)任的感知，根據(jù)Elkington提出的企業(yè)在經(jīng)營活動中應(yīng)遵循的綠色準(zhǔn)則，將企業(yè)綠色責(zé)任行為劃分為減少自然資源消耗責(zé)任、降低環(huán)境污染責(zé)任、延長產(chǎn)品使用周期責(zé)任，運(yùn)用里克特五點(diǎn)量表調(diào)查消費(fèi)者對于企業(yè)承擔(dān)這些綠色責(zé)任行為的感知程度。企業(yè)減少自然資源消耗的責(zé)任設(shè)置題項：Q1：企業(yè)應(yīng)減少對資源的浪費(fèi)，Q2：企業(yè)應(yīng)減少不必要包裝，Q3：企業(yè)應(yīng)使用可再生能源;企業(yè)降低環(huán)境污染的責(zé)任設(shè)置題項：Q4：企業(yè)生產(chǎn)材料應(yīng)無毒害，Q5：企業(yè)生產(chǎn)殘留物不應(yīng)污染環(huán)境，Q6：企業(yè)應(yīng)通過科技創(chuàng)新減少污染;企業(yè)延長產(chǎn)品使用周期的責(zé)任設(shè)置題項：Q7：企業(yè)產(chǎn)品可重復(fù)使用，Q8：企業(yè)應(yīng)回收舊產(chǎn)品，Q9：企業(yè)應(yīng)開發(fā)可長期使用的產(chǎn)品。

因變量為消費(fèi)者對相關(guān)產(chǎn)品、企業(yè)的態(tài)度以及產(chǎn)品的購買意愿。本文中的態(tài)度是指消費(fèi)者對于實(shí)施綠色責(zé)任企業(yè)及其產(chǎn)品的評估性態(tài)度，即消費(fèi)者認(rèn)為采取綠色行為的企業(yè)或產(chǎn)品是好的、有幫助的、有好處的等態(tài)度中的認(rèn)知成分，根據(jù)Mannetti等研究中對于評估性態(tài)度給出的量表，將消費(fèi)者對承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品的態(tài)度設(shè)置題項：Q10：承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品可以保護(hù)環(huán)境，Q11：承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品可以節(jié)約資源，Q12：承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品有益健康，Q13：承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品的質(zhì)量可靠;將消費(fèi)者對承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)態(tài)度設(shè)置題項：Q14：認(rèn)同承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)的價值觀，Q15：對承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)有好感，Q16：信賴承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)，Q17：承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)可以滿足期望。根據(jù)Michael、Dodds等人對購買意愿的測量，對于消費(fèi)者產(chǎn)品的購買意愿設(shè)置題項：Q18：優(yōu)先選擇承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品，Q19：同等價位選擇承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品，Q20：愿意推薦其他消費(fèi)者使用承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品。

（二）調(diào)查過程與樣本分布

問卷發(fā)放通過在北京市街頭攔訪和互聯(lián)網(wǎng)兩種方式進(jìn)行，采取隨機(jī)抽樣，共發(fā)出400份紙質(zhì)問卷，回收 342份，回收率為85.5%，電子版問卷回收146份。在488份回收問卷中，剔除回答不完整和數(shù)值極端的無效問卷，得到有效問卷446份，有效回收率為91.39%。446份問卷中，男性占45%，女性占55%;受訪者年齡在18歲以下的有2.78%，18至23歲之間的有78.89%，23歲以上的占18.33%;受訪者學(xué)歷以大學(xué)本科為主，占比83.89%，大學(xué)?？普急?.89%，研究生占比12.22%。

（三）問卷指標(biāo)測量

利用SPSS軟件，對所有問項的信度進(jìn)行檢驗(yàn)，測量變量的Cronbach`s Alpha系數(shù)，受訪者對于企業(yè)綠色責(zé)任感知程度的α系數(shù)為0.753，消費(fèi)者對于相關(guān)產(chǎn)品和企業(yè)的態(tài)度兩項變量的α系數(shù)分別為0.851、0.848，消費(fèi)者對于相關(guān)產(chǎn)品的購買意愿變量的α系數(shù)為0.682，說明本文所使用的問卷與數(shù)據(jù)可靠。

效度檢驗(yàn)方面，問卷的題項均來自過去的研究，這些量表通過多位學(xué)者的反復(fù)試驗(yàn)而得到檢驗(yàn)，同時對于問卷的提法和內(nèi)容筆者向營銷學(xué)者進(jìn)行了咨詢與訂正，因此問卷具有一定的內(nèi)容效度。另外，通過AMOS7.0軟件，對數(shù)據(jù)進(jìn)行了驗(yàn)證性因子分析。檢驗(yàn)結(jié)果χ2=668.697，df=186，χ2/df=3.59，GFI=0.903，AGIF=0.932，CFI=0.916， RMSEA=0.089，均達(dá)到滿意的標(biāo)準(zhǔn)，表明模型擬合情況較好。觀測變量在相應(yīng)潛變量上的標(biāo)準(zhǔn)化載荷系數(shù)處在0.604-0.897之間，都超過了0.5的門檻值。各個變量的組合信度CR均超過通常的門檻值0.60，各變量的平均方差抽取量AVE均超過了通常的門檻值0.50，表明研究量表具有較好的收斂效度。

在判別效度檢驗(yàn)方面，根據(jù)Hair等的觀點(diǎn)，比較因子AVE值的算術(shù)平方根是否大于該因子與其他因子的相關(guān)系數(shù)。相關(guān)指標(biāo)分析結(jié)果如表1所示。

表1數(shù)據(jù)顯示，量表變量AVE值的算術(shù)平方根均大于該變量與其他變量間相關(guān)系數(shù)。表明量表具有很高的判別效度。

通過上述檢驗(yàn)分析，表明本文所使用的量表具有良好的信度和效度（效度包括收斂效度和判別效度），能夠?qū)Ω髯兞窟M(jìn)行有效測量，可以進(jìn)一步研究變量之間的關(guān)系。

（四）研究模型分析

根據(jù)研究假設(shè)和模型，采用多元回歸方法對變量之間的關(guān)系進(jìn)行研究。利用SPSS軟件，對變量分別進(jìn)行回歸分析，所得結(jié)果如表2所示。

表2結(jié)果中，回歸方程系數(shù)T值均滿足p≤0.01的顯著性水平，表明方程因變量對自變量有顯著影響;F檢驗(yàn)值顯著，表明方程整體顯著性水平較高;方程D-W檢驗(yàn)值介于1.5至2.5之間，表示殘差之間無自我相關(guān)存在。

方程①結(jié)果顯示，消費(fèi)者對企業(yè)綠色責(zé)任感知對其對于這些企業(yè)產(chǎn)品的態(tài)度有顯著正向影響，消費(fèi)者對企業(yè)承擔(dān)綠色感知程度越高，會認(rèn)為這些企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品可以節(jié)約資源、保護(hù)環(huán)境，因此對于這些產(chǎn)品的態(tài)度更加積極，假設(shè)H1獲得支持。

方程②結(jié)果顯示，消費(fèi)者對企業(yè)承擔(dān)綠色責(zé)任感知對其對于這些企業(yè)的態(tài)度有顯著正向影響，當(dāng)消費(fèi)者對企業(yè)承擔(dān)綠色責(zé)任感知愈加深刻時，會認(rèn)為這些企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營過程對環(huán)境友好，因此會對這些企業(yè)更有好感，也會對這些企業(yè)抱有更大的期待，假設(shè)H2獲得支持。

方程③結(jié)果顯示，消費(fèi)者對于承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)及其產(chǎn)品的態(tài)度都對其產(chǎn)品購買意愿有顯著的正向影響，當(dāng)消費(fèi)者對承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)以及其生產(chǎn)產(chǎn)品的態(tài)度愈加積極時，消費(fèi)者會將積極的態(tài)度轉(zhuǎn)變?yōu)閷?shí)際的購買意愿，假設(shè)H3與H4獲得支持。

方程④結(jié)果顯示，消費(fèi)者對企業(yè)承擔(dān)綠色責(zé)任的感知對其相關(guān)產(chǎn)品的購買意愿有顯著正向影響，如果消費(fèi)者對企業(yè)綠色責(zé)任感知越深刻，其對這些遵循綠色責(zé)任的企業(yè)及其產(chǎn)品越加認(rèn)可信賴，會認(rèn)為購買這些企業(yè)的產(chǎn)品既可以滿足消費(fèi)需求，也可以保護(hù)生態(tài)環(huán)境，因此其購買意愿會越加強(qiáng)烈，假設(shè)H5獲得支持。

為探究消費(fèi)者態(tài)度是否起到中介作用，研究設(shè)置了3個回歸模型（模型略），利用SPSS軟件，對3個模型進(jìn)行回歸分析，所得結(jié)果如表3所示。

對模型1、2的結(jié)果進(jìn)行對比，發(fā)現(xiàn)加入產(chǎn)品態(tài)度變量后，方程回歸系數(shù)從0.475降至0.346，說明消費(fèi)者對承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)產(chǎn)品的態(tài)度起到了部分中介作用。調(diào)整系數(shù)值由0.421增至0.489，中介作用解釋了因變量的方差變異量為26.08%。同樣，對模型1、3進(jìn)行對比，發(fā)現(xiàn)加入企業(yè)態(tài)度變量后，方程回歸系數(shù)從0.475降至0.202，說明消費(fèi)者對承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)的態(tài)度起到了部分中介作用。調(diào)整系數(shù)值由0.421增至0.473，中介作用解釋了因變量的方差變異量為22.80%。

研究結(jié)論

本文通過問卷調(diào)查獲取數(shù)據(jù)，使用統(tǒng)計學(xué)軟件進(jìn)行相關(guān)、回歸等分析，得出以下結(jié)論：

第一，消費(fèi)者對企業(yè)綠色責(zé)任感知可以正向影響其對這些企業(yè)產(chǎn)品的購買意愿，當(dāng)消費(fèi)者對企業(yè)承擔(dān)綠色責(zé)任行為的感知越深時，其對這些企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品好感度會越大，其會認(rèn)為消費(fèi)這些產(chǎn)品可以在滿足自身需求的同時保護(hù)自然環(huán)境和資源，因此他們越愿意消費(fèi)這些企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品，并且越愿意向周圍人推薦這些產(chǎn)品。

第二，消費(fèi)者對企業(yè)承擔(dān)綠色責(zé)任的感知可以影響其對這些企業(yè)及其產(chǎn)品的態(tài)度。企業(yè)在經(jīng)營過程中愈加注重承擔(dān)綠色責(zé)任，可以愈加提升消費(fèi)者對這些企業(yè)、產(chǎn)品的滿意與認(rèn)可，消費(fèi)者對企業(yè)、品牌、產(chǎn)品的好感度增加，態(tài)度會愈加積極。

第三，消費(fèi)者對于承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)及產(chǎn)品的態(tài)度可以正向影響其對這些產(chǎn)品的購買意愿。在進(jìn)行購買決策時，消費(fèi)者對承擔(dān)綠色責(zé)任企業(yè)及其產(chǎn)品會更加關(guān)注，對于企業(yè)、品牌、產(chǎn)品的積極態(tài)度會轉(zhuǎn)變?yōu)閺?qiáng)烈的購買意愿，促使消費(fèi)者成為這些產(chǎn)品的購買者及使用者，并愿意將相關(guān)產(chǎn)品推薦給其他消費(fèi)者。

研究結(jié)果可以幫助企業(yè)管理者更好地認(rèn)識到，綠色責(zé)任對于企業(yè)的影響不僅限于社會、環(huán)境層面，也可延伸到經(jīng)濟(jì)層面。承擔(dān)綠色責(zé)任，可以促進(jìn)消費(fèi)者對于企業(yè)和產(chǎn)品的正面態(tài)度，促進(jìn)消費(fèi)者的購買意愿，進(jìn)而為企業(yè)帶來切實(shí)的經(jīng)濟(jì)效益。因此，企業(yè)可以將自身經(jīng)濟(jì)效益與社會環(huán)境效益有機(jī)結(jié)合，在生產(chǎn)經(jīng)營過程中將“綠色化”置于重要位置，在營銷宣傳活動中，將“綠色”概念作為重點(diǎn)加以宣傳，使消費(fèi)者便于知曉、感知企業(yè)的“綠色”理念。從而使企業(yè)實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的同時，獲得更多的消費(fèi)者認(rèn)可與青睞，實(shí)現(xiàn)企業(yè)經(jīng)濟(jì)利益與社會生態(tài)利益的雙贏。

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